Los efectos presupuestarios de la reforma de pensiones de 2021-23: ii) Incentivos a la demora de la jubilación y nuevo sistema de cotización de los trabajadores autónomos

ÁNGEL DE LA FUENTE

Estudios sobre la Economía Española 2023/11 Abril de 2023

fedea

Las opiniones recogidas en este documento son las de sus autores y no coinciden necesariamente con las de Fedea.

Angel de la Fuente^* (FEDEA e IAE-CSIC)

Abril de 2023

Resumen

En este informe se analizan las implicaciones financieras para el sistema público de pensiones de los nuevos incentivos para el alargamiento voluntario de las vidas laborales y de la reforma del sistema de cotización de los trabajadores autónomos. Mis estimaciones sugieren que, si ambas reformas funcionan bien, su efecto conjunto podría contribuir significativamente a mitigar el deterioro de las cuentas del sistema público de pensiones a corto y medio plazo, pero no a largo plazo. El ahorro neto alcanzaría un punto de PIB a comienzos de la próxima década y se iría reduciendo después, convirtiéndose en negativo a partir de 2050. Su valor esperado en promedio durante el período 2022-50 sería de medio punto de PIB, un alivio apreciable pero insuficiente para evitar que el déficit del sistema de pensiones se dispare en las próximas décadas en ausencia de medidas adicionales.

El trabajo llama la atención sobre las deficiencias de la documentación técnica que acompaña, o debería haber acompañado, a las normas mediante las que se ha implementado la reforma del sistema de pensiones. Para evitar problemas de este tipo en el futuro, se propone que una de las tareas de la Agencia prevista en la nueva ley de evaluación de políticas públicas sea la de filtrar las memorias de las normas con mayor impacto presupuestario para asegurarse de que cumplen unos estándares mínimos de claridad y competencia técnica.

^* Este trabajo forma parte de un proyecto de investigación financiado en parte por la Fundación Ramón Areces.

1. Introducción

Este informe es el segundo de una serie dedicada a analizar los efectos presupuestarios de la reforma del sistema público de pensiones realizada entre 2021 y 2023. El primer trabajo se centró en las medidas recogidas en el reciente Real Decreto-ley 2/2023, que en principio cierra la reforma. Este segundo documento analiza las implicaciones financieras de los incentivos para el alargamiento voluntario de las carreras laborales y de la reforma del sistema de cotización de los trabajadores autónomos. La cuestión es de particular interés porque el Ministerio de Inclusión, Seguridad Social y Migraciones (MISSM) se apoya en buena medida en sus proyecciones de los efectos de estas medidas para concluir que el impacto neto del conjunto de la reforma sobre las cuentas del sistema público de pensiones será manejable y no pondrá en riesgo su sostenibilidad financiera.

El informe está organizado como sigue. En la sección 2 se describe brevemente el contenido de las medidas adoptadas y se repasan las proyecciones del MISSM sobre su impacto, concluyéndose que éstas resultan poco plausibles de entrada y se plasman en memorias técnicas de calidad muy mejorable. El resto del trabajo se dedica a construir estimaciones más ajustadas de los efectos incrementales de interés (con respecto a un escenario de referencia que sería el del Ageing Report de 2021 tras la supresión del IRP y el factor de sostenibilidad), aunque trabajando todavía bajo hipótesis favorables sobre el éxito de ambas medidas que hacen que mis cifras deban interpretarse como estimaciones de máximos. En la sección 3 se desarrolla la metodología utilizada, que mejora la empleada en mis estimaciones “de urgencia” de hace unas semanas (de la Fuente, 2023a), fundamentalmente para tratar de capturar mejor el patrón temporal de despliegue de los efectos de los cambios normativos analizados según se van jubilando las cohortes afectadas por los mismos. Con este fin, se utilizan las proyecciones detalladas de población del último Ageing Report y datos del MISSM sobre pensiones para modelizar explícitamente la entrada de las cohortes afectadas por las actuaciones de interés en la población jubilada y la evolución de su peso en la misma. Las secciones 4 y 5 se ocupan, respectivamente, de los incentivos a la demora de la jubilación y de la reforma del RETA, la 6 describe sus efectos combinados y la 7 cierra el trabajo con un breve resumen de sus principales conclusiones.

2. Las proyecciones del MISSM

Los incentivos a la prolongación de la vida laboral cuyo efecto queremos estimar se introdujeron en la Ley 21/2021 (BOE, 2021) junto con la vuelta a la indexación de las pensiones a la inflación. Las medidas adoptadas incluyen ciertos ajustes en los coeficientes reductores que penalizan la jubilación anticipada, así como la mejora de las compensaciones ofrecidas para incentivar la demora voluntaria de la jubilación más allá de la edad legal ordinaria (art. 1, apartados 6 y 8). En el segundo caso, el trabajador podrá escoger entre un incremento del 4% de la base reguladora de su pensión por cada año completo de demora, o un pago único a tanto alzado que oscilaría aproximadamente entre 6.000 y 12.000 euros (o el 28 y el 42 por ciento de la pensión inicial), dependiendo fundamentalmente de la cuantía de su pensión inicial (véase la sección 4 del Anexo).

Según la Memoria de la Ley 21/2021 (MISSM, 2021), mientras que los efectos de los retoques de la jubilación anticipada sobre el gasto en pensiones serían muy modestos (del orden de centésimas de punto de PIB, véanse las pp. 41-2 y 67-9), los de la reforma de la jubilación demorada serían sustanciales, alcanzándose un ahorro de 1,61 puntos de PIB en 2050 (p. 85). Más recientemente, en la presentación del Ministro ante el Pacto de Toledo en marzo de 2023 (MISSM, 2023, p. 21), justo antes de la promulgación del último decreto de pensiones, se habla de un ahorro de 1,5 puntos en 2047.

Estas cifras se apoyan en una encuesta realizada por el MISSM en la que se pregunta a una muestra de trabajadores sobre su disposición a retrasar voluntariamente su jubilación en respuesta a una compensación que podría ser un pago único a tanto alzado o una mejora de su pensión, en función del nivel (alto, medio o bajo) de tal compensación (MISSM, pp. 82-3). Los resultados indicarían que la disposición a demorar la jubilación sería mayor en respuesta a un pago único que a un incremento de la pensión. En el caso del pago único, algo más del 20% de la muestra declara que pospondría su jubilación con seguridad si se ofrece una compensación “media” o “alta”, mientras que un 40% adicional lo ve probable. Lamentablemente, la Memoria no ofrece ninguna información sobre la muestra de la encuesta y no recoge el texto exacto de sus preguntas, con lo que no se conocen ni la cuantía de las compensaciones ofrecidas en cada uno de los tres casos hipotéticos que se contemplan ni la duración exigida de la demora (si la hubiera).

Del resultado de la encuesta se pasa sin explicación alguna a un cuadro en el que se recogen tres posibles escenarios (Tabla 18, pp. 84-5) en función del porcentaje de trabajadores que aceptarían demorar su jubilación, distinguiendo entre el Régimen Especial de Trabajadores Autónomos (RETA) y el Régimen General (RG) de la Seguridad Social y se muestra el incremento resultante de la edad media de jubilación en cada uno de ellos bajo el supuesto de que la demora media es de tres años. De aquí se salta, también sin ninguna explicación, a un nuevo cuadro (Tabla 19 en la p. 85 de la Memoria) en el que se muestra la reducción estimada del gasto en pensiones en 2050 y otros años seleccionados para cada uno de los tres escenarios y se recoge también, presumiblemente como referencia para tal estimación, el impacto esperado de aumentar en 10 puntos la tasa de empleo de los mayores de 54 años según el último Ageing Report (MAE, 2021, pp. 35-37). El Cuadro 1 recoge los principales datos de estas dos tablas.

Lo que no hace la Memoria es explicar cómo se pasa del retraso en la edad media de jubilación de la segunda columna al efecto sobre el gasto en pensiones de la tercera utilizando las estimaciones del Ageing recogidas en la última fila del Cuadro 1. De hecho, la transición entre las dos tablas se “explica” con un escuetísimo e insatisfactorio “Los escenarios presentados favorecen la siguiente secuencia estimada de ahorro:” (p. 85). No está claro, por otra parte, que la proyección del Ageing sea la referencia más adecuada para aproximar los efectos de una mayor incidencia de la jubilación demorada, o al menos sus efectos netos, pues en ella se supone presumiblemente que los trabajadores que permanecen más tiempo en el mercado laboral continúan cotizando hasta que se jubilan, lo que no sería cierto en el caso de la jubilación demorada.

Cuadro 1: Escenarios contemplados en la Memoria de la Ley 21/2021 sobre el impacto de los incentivos a la demora de la jubilación sobre el gasto en pensiones en 2050

- Fuente: MISSM (2021), Tablas 18 y 19, pp. 84 y 85. - Nota: no queda claro en la Memoria si los porcentajes de la primera columna para el RETA y el RG se refieren al porcentaje total que optaría por la demora, o al incremento de este porcentaje sobre su valor actual (que con datos de 2019 es del 3% en el Régimen General y del 12,8% en el de autónomos).

Aunque la Memoria no se decanta explícitamente por ninguno de los tres escenarios que se recogen en el Cuadro 1, de la comparecencia parlamentaria del Ministro más de un año después de la aprobación de la Ley 21/2021 se deduce que se ha optado por el escenario más optimista, con una tasa de demora de casi el 60%, pero ninguna de las fuentes consultadas ofrece una justificación convincente de esta elección. De hecho, lo que sabemos sobre los resultados de la encuesta, resumido más arriba, exigiría una mayor prudencia. Incluso si nos creemos que ésta recoge exactamente la propensión de los trabajadores a posponer la jubilación (cosa más que dudosa), nos estaríamos situando en el caso más favorable posible, suponiendo que todos los que consideran probable ex ante un cierto curso de acción optarían realmente por él en la práctica.

Con independencia de las serias deficiencias de la Memoria que debería explicar en detalle cómo se llega a ella, la estimación del MISSM de los efectos presupuestarios de los nuevos incentivos a la demora de la jubilación resulta poco plausible. Puesto que el coste total de las nuevas pensiones de jubilación causadas durante un año ronda el medio punto del PIB, para llegar al punto y medio largo de ahorro que calcula el Ministerio habría que suponer que, ya no el 60% de los trabajadores sino todos ellos, optan por demorar la jubilación durante tres años (más allá de la creciente edad de jubilación que supone el Ageing Report), un resultado espectacular que parece muy poco probable. Además, el cálculo ignora por completo el coste de las compensaciones por la demora de la jubilación, sea en forma de pagos únicos, que reducirían en torno a un tercio el ahorro neto para el sistema de forma inmediata (véase la sección 4 del Anexo), o de mayores pensiones, cuyo coste iría creciendo con el tiempo y terminaría siendo mucho mayor a largo plazo que el de los pagos únicos (véase la sección 5 del texto).

La reforma del sistema de cotización de los autónomos

La modificación del sistema de cotización de los trabajadores del Régimen Especial de Trabajadores Autónomos (RETA) se regula en el RDL 13/2022 (BOE, 2022). El texto supone el inicio de una transición gradual hacia un sistema en el que las cotizaciones de los autónomos tendrán que guardar una relación más estrecha con sus ingresos reales-- a diferencia del sistema actual en el que, con ciertas limitaciones, los trabajadores por cuenta propia pueden escoger su base de cotización con independencia de sus ingresos, lo que se traduce en una proporción muy elevada de cotizaciones por la base mínima. Con este fin, las bases de cotización habrán de elegirse dentro de unas bandas que dependerán de los rendimientos netos declarados en el IRPF y se irán modificando durante un período transitorio de un máximo de nueve años para ir acercando progresivamente las bases de cotización a la renta. Por el momento, las tablas de cotización se han fijado sólo para una primera fase de tres años y se han diseñado de tal forma que su efecto esperado sobre la recaudación total por cotizaciones es neutro. A no mucho tardar, habrá que actualizarlas, presumiblemente tras una negociación con las asociaciones de autónomos que seguramente no será sencilla si se pretende avanzar significativamente hacia la cotización por ingresos reales.

Proyectar los ingresos futuros de esta reforma es, por tanto, un ejercicio arriesgado. Quizás por ello no he conseguido encontrar ningún documento oficial en el que se describa su estimación y he tenido que deducirla indirectamente. En su reciente comparecencia ante la Comisión del Pacto de Toledo al cierre de la reforma, el Ministro de Seguridad Social cifraba en tres puntos de PIB el ahorro neto derivado en 2047 del conjunto de la reforma con respecto a lo esperado para el mismo año tras suprimir el IRP y el Factor de Sostenibilidad, de lo que la mitad correspondería a los incentivos para retrasar la jubilación (MISSM, 2023a, p. 21). Aunque en la presentación no se ofrecen datos numéricos para 2050, el gráfico en el que se dibujan las sendas de las variables relevantes sugiere que el ahorro total en ese año sería aproximadamente el mismo que en 2047.

Cuadro 2: Estimaciones del MISSM del impacto presupuestario de la reforma de las pensiones en 2050

- Fuente: MISSM (2021 y 2023a y b).

Para 2050, por tanto, se dispone de estimaciones oficiales de los efectos totales de la reforma y de los de todos sus componentes con la excepción de la reforma del RETA, lo que permite calcular el impacto de esta última por diferencia. Estas estimaciones se recogen en el Cuadro 2, indicando en cada caso su procedencia. Sumando los efectos estimados de todas las medidas distintas de la reforma del RETA se obtiene un ahorro neto de 2,27 puntos de PIB en 2050. Para llegar al 3,00% del PIB, hay que añadir 0,73 puntos, que (si no se me ha olvidado nada) recogerían el efecto neto estimado de la reforma del sistema de cotización de los autónomos sobre las cuentas del sistema público de pensiones.

Como referencia, las cotizaciones totales del RETA rondan en la actualidad los 0,9 puntos de PIB. Por lo tanto, un incremento de 0,7 puntos en su cuantía total supondría una subida muy considerable de la presión fiscal sobre los autónomos que sería conflictiva y por lo tanto difícil de implementar, dado que las nuevas escalas de cotización están todavía por aprobar. Además, parece que, aquí también, el MISSM se ha olvidado de la otra cara de la moneda: si los autónomos cotizan más, sus pensiones también serán más altas en el futuro y eso ya debería de notarse en 2050.

Una documentación técnica muy mejorable

Lo dicho en esta sección sobre las memorias de impacto que acompañan (o no) a las normas en las que se plasman las medidas que aquí se analizan es consistente con el patrón descrito en el primer trabajo de esta serie (de la Fuente, 2023b, p. 20), donde ya se comentaban las deficiencias de la documentación técnica de la reforma de pensiones. Al igual que la Memoria de impacto del RDL 2/2023, la de la ley 21/2021 no contiene el detalle necesario para entender cómo se construyen las estimaciones que en ella se recogen o para valorar su calidad. Existen, además, serias dificultades para acceder a buena parte de los documentos relevantes. La memoria de la ley 21/2021 parece ser la única disponible en internet. Hemos podido acceder a la del RDL 2/2023 por pura casualidad, gracias a una filtración, y no hemos sido capaces de encontrar la de la reforma del RETA, si es que existe. El problema tiene que ver, al menos en parte, con la tramitación de buena parte de la reforma por la vía extraordinaria del RDL, lo que reduce las exigencias en materia de informes técnicos, pero ésta no parece ser la mejor forma de tramitar una legislación como ésta, en la que la ausencia de buenos filtros puede tener un coste extraordinariamente elevado.

3. Metodología

Sea el gasto total proyectado en pensiones públicas a lo largo de una senda de referencia con políticas constantes. En nuestro caso, el escenario de referencia es el que corresponde a la normativa existente tras la primera fase de la reforma en curso, esto es, tras la vuelta a la indexación total de las pensiones al IPC y la derogación del Factor de Sostenibilidad. Partiendo de esta situación, supongamos que se introduce un cambio normativo y llamemos al incremento total del gasto en pensiones generado por esta actuación en el período t. El peso de en el PIB se puede escribir como sigue:

\[\frac {D _ {t}}{P I B _ {t}} = \frac {D _ {t}}{D _ {t} ^ {L P}} * \frac {D _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} \equiv G D E S P _ {t} * \frac {D _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} \tag {1}\]

donde es el incremento del gasto “de largo plazo” en t debido a la medida analizada, esto es, el que se observaría si la nueva política hubiera podido desplegarse por completo de forma inmediata. El cociente entre el efecto real y el de largo plazo de la medida es lo que llamaré su grado de despliegue, ?????_!. El símbolo ≡ indica que los términos que tiene a ambos lados son iguales por definición, esto es, que estamos definiendo como el cociente entre los efectos reales y esperados de la medida de interés.

La ecuación (1) nos permite expresar la variable que queremos calcular como el producto de tres factores: el efecto de largo plazo de la medida, expresado como fracción del gasto total en pensiones antes de su promulgación, su grado de despliegue y el peso del gasto en pensiones en el PIB en el escenario de referencia previo a la actuación. El tercer factor es igual para todas las medidas que analizaremos y es una variable conocida durante todo el período de interés. Su valor se toma, en particular, del último Ageing Report (EC, 2021, country fiche de España y cross-country tables), interpolando linealmente entre los datos que esta fuente proporciona (generalmente quinquenales) para reconstruir la serie anual. En cuanto a los otros dos factores, que varían de una medida a otra, el efecto de “largo plazo” en el momento inicial es generalmente sencillo de calcular con datos reales de años recientes y de proyectar en el tiempo. Finalmente, el grado de despliegue reflejará el calendario de implementación de la medida y, en su caso, la progresiva jubilación de las cohortes de trabajadores afectadas por la misma.

Para calcular el grado de despliegue de las políticas que queremos analizar, conviene modelizar explícitamente la estructura por cohortes de la población jubilada. El gasto total en pensiones a lo largo del escenario de referencia, antes de la introducción de la nueva política, viene dado por

\[(2) G P E N S _ {t} = \sum_ {c} p _ {t} ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} = p _ {t} ^ {o} * \sum_ {c} N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}} \equiv p _ {t} ^ {o} * P P J U B _ {t} ^ {t o t}\]

donde es la pensión media en el año t de la cohorte c de jubilados, el tamaño de dicha cohorte la pensión media en t de la cohorte 0 de nuevos pensionistas, que es la que se jubila ese año. En la segunda expresión del lado derecho de (2) he normalizado los sueldos medios de todas las cohortes jubiladas por los de la última cohorte entrante en este colectivo, lo que permite escribir el gasto en pensiones como el producto de la pensión media de la cohorte recién jubilada y la población total ponderada de jubilados donde la ponderación refleja las pensiones relativas de las distintas cohortes.

Ahora supongamos que se produce un cambio de política que puede afectar de forma diferente a las pensiones de sucesivas cohortes de nuevos jubilados, posiblemente a través de su historial de cotizaciones. Supongamos, en particular, que la pensión original de la cohorte c experimenta un incremento proporcional que toma la forma

\[(3) d ^ {c} = a ^ {c} * d\]

donde es el grado de afectación de la cohorte c por la medida. Si indexamos a las cohortes por su año de nacimiento, es típicamente una función creciente en c con valor igual a 1 para todas las cohortes a partir de un c suficientemente elevado. El aumento total del gasto en pensiones inducido por el cambio de política vendrá dado por

\[(4) D _ {t} = \sum_ {c \in A _ {t}} a ^ {c} * d * p _ {t} ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} = p _ {t} ^ {o} * d * \sum_ {c \in A _ {t}} a ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}}\]

donde es el conjunto de cohortes de jubilados vivos en t que han sido afectadas por la nueva política (la población afectada o tratada) en t.

Utilizando , podemos escribir

\[(5) \frac {D _ {t}}{G P E N S _ {t}} = \frac {\sum_ {c \in A _ {t}} a ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * d \equiv \frac {P P J U B _ {t} ^ {A}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * d \equiv G D E S P _ {t} * d\]

donde es la población ponderada de jubilados afectada por la nueva política el grado de despliegue de ésta. Obsérvese que el grado de despliegue aumentará con el tiempo, partiendo de cero, será igual a 1 para todo t suficientemente elevado pues, una vez transcurrido el tiempo suficiente, todas las cohortes vivas de jubilados se habrán visto afectadas por el cambio de política para todo c) y tendrán además , con lo que la población ponderada afectada y total serán la misma y el efecto (de largo plazo) de la política vendrá dado por d.

Sustituyendo (5) en (1), tenemos

\[(6) \frac {D _ {t}}{P I B _ {t}} = d * G D E S P _ {t} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} = d * \frac {P P J U B _ {t} ^ {A}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}}\]

una expresión que utilizaremos varias veces en el resto del trabajo con distintas especificaciones de que generarán distintos valores de . En la sección 1 del Anexo se describe en detalle la construcción de la población ponderada de jubilados que utilizaré en los cálculos que siguen, así como la de la población ponderada afectada en un caso específico. Estas variables se construyen a partir de las proyecciones de población del último Ageing Report y de datos reales de pensiones medias por cohorte tomadas del Informe Económico y Financiero de los Presupuestos de la Seguridad Social (MISSM, 2022).

4. Efecto de los incentivos para la prolongación de las vidas laborales

Para calcular los efectos incrementales de los incentivos introducidos con el fin de alargar las vidas laborales, hay que tener en cuenta que las proyecciones de gasto del Ageing 21, de las que se parte como escenario de referencia, ya suponen un incremento muy considerable de las tasas de actividad y ocupación de las cohortes de mayor edad que, seguramente, recoge más que holgadamente cualquier efecto derivado de los nuevos incentivos para retrasar la jubilación.¹ Aun así, supondré que los nuevos incentivos llevan a una fracción creciente de los trabajadores a demorar en un año adicional su jubilación, lo que redundará en un aumento del 4% de su pensión y no afectará a los ingresos por cotizaciones puesto que los trabajadores que optan por esta vía (y las empresas que les emplean) sólo cotizan por incapacidad temporal. He supuesto que la incidencia de la jubilación demorada aumenta gradualmente desde el 0 al 100 por ciento durante los primeros diez años tras la entrada en vigor de los incentivos y se mantiene en el 100% de ahí en adelante.

Esto afectaría a la senda de gasto público en pensiones sobre PIB por tres vías. Por un lado, el sistema se ahorraría durante un año las pensiones de los que demoran su jubilación (con una reducción del gasto de D1), pero tendría que pagarles después una pensión más elevada durante el resto de su vida (con un coste incremental de D2). Por otra parte, la demora de la jubilación aumentaría la oferta de trabajo y por lo tanto el PIB. El efecto que tardará más en materializarse totalmente es el derivado del aumento de las pensiones como resultado de las primas de demora, que irán alcanzando a una fracción cada vez mayor de la población de jubilados hasta llegar al 100% según se van jubilando las cohortes afectadas y desapareciendo las de los que se jubilaron antes de la reforma.

¹ En particular, el escenario base del Ageing Report 2021 para España supone que, entre , la tasa de participación aumenta desde el 61,7% hasta el para la población de entre años y desde el hasta el para la población 65-74, lo que incrementaría la edad media de jubilación en dos años, desde en 2019 hasta en 2070. (EC, 2021, cross-country tables nos. III.1.32, III.1.33 y III,1.46).

Cuadro 3: Efectos “de largo plazo” en 2021 sobre los gastos del sistema de pensiones de demorar en un año todas las jubilaciones con una prima del 4%

- Fuente: MISSM (2022) con datos de 2021.

El Cuadro 3 recoge algunos cálculos auxiliares realizados como primer paso para cuantificar los efectos de gasto de la medida de interés. La parte superior del Cuadro muestra el ahorro que se habría alcanzado en 2021 si todos los trabajadores que se jubilaron ese año hubieran esperado un año más, o lo que es lo mismo, el coste total de las nuevas pensiones causadas en 2021, que ascendió a algo más de 6.100 millones de euros, lo que supone un 0,51% del PIB y un 3,73% del gasto total en pensiones. En la parte inferior se calcula el coste de incrementar de forma inmediata todas las pensiones de jubilación y viudedad vigentes en 2021 en un 4%. Este es el “efecto de largo plazo” de la medida (d en la ecuación (6)), que es inferior al 4% de la prima de demora porque ésta no afecta a todas las pensiones sino sólo a las de jubilación y a las de viudedad, que heredarán la subida de las pensiones de jubilación del cónyuge fallecido.

El impacto diferencial de la medida sobre la senda de gasto en pensiones sobre PIB se calculará utilizando una de las ecuaciones derivadas arriba ((1) o (6)), con una modificación. Puesto que en esta ocasión la medida tiene un impacto directo sobre el PIB a través del aumento de la fuerza laboral, introduciremos un factor adicional que recoja este efecto y escribiremos

\[\begin{array}{r} (1 ^ {\prime}) \frac {D _ {t}}{P I B _ {t} ^ {\prime}} = \frac {D _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} * G D E S P _ {t} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} * \frac {1}{(1 + \gamma_ {t})} \\ (6 ^ {\prime}) \frac {D _ {t}}{P I B _ {t} ^ {\prime}} = d * \frac {P P J U B _ {t} ^ {A}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} * \frac {1}{(1 + \gamma_ {t})} \end{array}\]

donde es el incremento porcentual del PIB en el año t debido a la demora de la jubilación. El cálculo se realizará por separado para cada uno de los efectos de gasto identificados arriba y luego se sumarán sus resultados.

En los cálculos que siguen, el valor del tercer factor en el escenario de referencia se toma del Ageing 21. En cuanto al efecto denominador, aproximaré el incremento porcentual del PIB debido a la demora de la jubilación, , por el producto de dos factores: i) el cociente entre la población de 65 años y la población en edad de trabajar (de 20 a 64 años), , que aproximaría el impacto sobre el empleo de la demora de la jubilación una vez todos los trabajadores elijan esta opción y ii) la tasa de aceptación de la demora , que por hipótesis aumentará desde el 0 hasta el 100% durante los primeros diez años tras la reforma para después mantenerse constante en el 100%. El Gráfico 1 muestra las sendas de

Gráfico 1: Senda proyectada de algunas variables de interés

El ahorro en nuevas pensiones de jubilación

Volviendo a los efectos directos sobre el gasto, el primero de ellos (D1) refleja el ahorro derivado de la demora de la jubilación durante un año. En este caso, la población afectada por la medida es la fracción de la cohorte 0 (la que justo llega a la edad de jubilación) que opta por demorarla y por lo tanto no cobra pensión ese año. El ahorro es inmediato y su cuantía total es igual a la de las pensiones demoradas y por tanto no pagadas. Tendremos, por tanto, que el gasto se reduce de acuerdo con esta expresión:

\[\frac {D 1 _ {t}}{G P E N S _ {t}} = - \frac {a d _ {t} * N J _ {t} ^ {o} * p _ {t} ^ {o}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t} * p _ {t} ^ {o}} = - a d _ {t} * \frac {N J _ {t} ^ {o}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} \bigg (= - G D E S P _ {t} * \frac {D 1 _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} \bigg)\]

donde el cociente recogería el efecto “de largo plazo” de la medida (que en realidad sería inmediato si todos los trabajadores que cumplen años se acogieran a la jubilación demorada). Conviene recordar, sin embargo, que el cociente que construimos a partir de las proyecciones de población de Eurostat es sólo una aproximación a la variable deseada. Puesto que contamos con una observación directa del cociente , véase el Cuadro 3) en 2021, la utilizaremos para anclar la proyección, imponiendo el valor observado en ese año y haciéndolo evolucionar después en proporción a . Esto es, construiremos

\[\frac {D 1 _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} = \frac {D 1 _ {o} ^ {L P}}{G P E N S _ {o}} * \frac {\frac {N J _ {t} ^ {o}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}}}{\frac {N J _ {o} ^ {o}}{P P J U B _ {o} ^ {t o t}}} \equiv 3, 73\% * I _ {o} \left(\frac {N J _ {t} ^ {o}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}}\right)\]

donde es el índice de evolución de la variable X con base en el año 0. Con este ajuste, la ecuación finalmente utilizada para proyectar la senda de este primer efecto será

\[\begin{array}{r} \frac {D 1 _ {t}}{P I B _ {t}} = \frac {D _ {t} ^ {L P}}{G P E N S _ {t}} * G D E S P _ {t} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} * \frac {1}{(1 + \gamma_ {t})} \\ = 3,73\% * I _ {o} \left(\frac {N J _ {t} ^ {o}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}}\right) * a d _ {t} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} * \frac {1}{(1 + \gamma_ {t})} \end{array}\]

donde todas las variables ya son conocidas. El Gráfico 2 muestra las sendas del índice I() y del ahorro inmediato generado por la demora de la jubilación, -D1/PIB.

Gráfico 2: Senda proyectada de algunas variables de interés

b. Ahorro por demora/PIB,

El coste de las mayores pensiones futuras

El segundo componente del gasto incremental asociado con la jubilación demorada (D2) recoge el impacto de las primas de demora sobre las pensiones futuras. Los trabajadores que posponen su jubilación en un año verán incrementada su pensión en un 4% durante todo su período de disfrute.² El incremento de largo plazo del gasto en pensiones (y de la pensión media) sería, por tanto, del 4% si todas las pensiones fueran pensiones contributivas de jubilación (o de viudedad, que suponen una proporción fija de la cuantía de la pensión de jubilación del cónyuge fallecido). Sin embargo, como hay otras pensiones que no se verían afectadas por las primas de demora, el incremento de largo plazo de la pensión media (d2) será algo menor. De acuerdo con los cálculos recogidos en el Cuadro 2, con datos de 2021 estaríamos hablando de un 3,29%. Si suponemos que el peso de las pensiones de jubilación y viudedad en el total se mantiene constante, lo que parece plausible, podemos asignar un valor del 3,29% a d2 en la siguiente expresión

² Alternativamente, podrían optar por un pago único inmediato. Tal como se calcula ese pago, sin embargo, su valor es claramente inferior al valor descontado (a una tasa de interés razonable) del incremento del 4% de la pensión que sería la otra alternativa. La encuesta del MISSM a la que se ha hecho referencia en la sección 2 indica que muchos trabajadores dicen preferir el pájaro en mano del pago único, pero tiendo a pensar que en muchos casos se terminaría haciendo lo contrario tras un examen más cuidadoso de las dos opciones. Por lo tanto, en mi escenario base supondré que los trabajadores optan por la prima del 4%. La otra posibilidad se analiza en la sección 4 del Anexo y no cambia cualitativamente los resultados, aunque sí incrementa el ahorro derivado de la medida al ofrecerse compensaciones menos generosas.

\[(6") \frac {D 2 _ {t}}{P I B _ {t} ^ {\prime}} = d 2 * \frac {P P J U B _ {t} ^ {A 2}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} * \frac {1}{(1 + \gamma_ {t})}\]

que particulariza (6’) y que utilizaremos para proyectar la senda de . Obsérvese que todas las variables ya son conocidas, excepto por el peso de la población afectada en la población ponderada total de jubilados, esto es, el grado de despliegue de la medida,

Esta variable recoge el hecho de que la prima de demora, , no se aplica a todos los jubilados, sino sólo a aquellos que han demorado su jubilación, que son por hipótesis una fracción creciente en el tiempo de los que se habrían jubilado (en ausencia de demoras) en cada año a partir de 2023. Esto es, la población ponderada de jubilados afectada por la medida vendría dada por

\[P P J U B _ {t} ^ {A 2} = \sum_ {c \in A 2 _ {t}} a 2 ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}}\]

donde es el conjunto de cohortes de trabajadores que se han jubilado tras la promulgación del nuevo decreto, que son los que por hipótesis han pospuesto (al menos en parte) su jubilación y tienen por tanto derecho a la prima del 4%, Por otra parte, sería igual a 0,1 (de 2024 en adelante) para la cohorte que retrasa parcialmente su jubilación en 2023 y comienza a cobrar pensión en 2024, a 0,2 para la que comienza a cobrar en 2025 y así sucesivamente hasta llegar a 1 en 2033 y todos los años posteriores, tal como se ilustra en el Cuadro 4 para una parte de los años y de las cohortes relevantes.

Cuadro 4: Ponderación de las cohortes de jubilados por la incidencia de la demora (??^?) a efectos del cálculo de la población ponderada afectada (fragmento)

- Nota: promedio 2022-50, ahorro neto = 0,167% del PIB

\[\mathbf {a .} \frac {P P J U B _ {t} ^ {A 2}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} = G D E S P 2 _ {t}\]

Gráfico 3: Senda proyectada de algunas variables de interés El Gráfico 3 muestra las sendas esperadas de GEDESP2 y de D2/PIB y el Gráfico 4 la senda esperada del ahorro neto derivado de la medida analizada y la de sus dos componentes. El rápido aumento de la incidencia de la jubilación demorada que estamos suponiendo generaría un ahorro creciente en pensiones que llegaría a alcanzar el medio punto de PIB anual durante la década de los treinta, reduciéndose después hasta el entorno de las cuatro décimas. Por otra parte, las pensiones de las nuevas cohortes de jubilados aumentarían gradualmente, generándose un sobrecoste creciente que más que superaría los ahorros generados por la medida de 2048 en adelante. El ahorro neto medio entre 2022 y 2050, que sería la variable relevante a efectos del mecanismo de ajuste del MEI sería un modesto 0,17% del PIB.

Gráfico 4: Efectos esperados sobre el gasto en pensiones de una mayor utilización de la jubilación demorada con una prima del 4% (en % del PIB)

5. La revisión del sistema de cotización de los autónomos

En cuanto a los autónomos, mis cálculos se basan en la (muy optimista) hipótesis de que a lo largo de los próximos diez años (el período previsto para completar la reforma que en principio les llevará a cotizar por sus ingresos reales), estos trabajadores convergen a las cotizaciones medias del Régimen General, que son sensiblemente más altas. Esto tiende a incrementar los ingresos por cotizaciones del RETA, pero también se traduce, aunque de forma mucho más gradual, en un significativo aumento de las pensiones de sus afiliados durante las próximas décadas. Una hipótesis importante implícita en el cálculo es que los ingresos medios de ambos grupos son iguales.

En el Cuadro 5 se calculan los efectos de largo plazo en 2021 de la equiparación del RETA con el Régimen General (RG). Puesto que la cotización media del régimen general supera a la del RETA en un 81%, el incremento de recaudación sería muy apreciable, alcanzando los 9.000 millones de euros, lo que supone un 0,75% del PIB. Puesto que la pensión media del Régimen General supera a la del RETA en casi un 60% el incremento de largo plazo del gasto en pensiones también sería importante, alcanzado los casi 12.000 millones de euros en 2021, un 7,15% del gasto total en pensiones públicas en ese año—que sería también el incremento de largo plazo de la pensión media, incluyendo todas las pensiones públicas.

Cuadro 5: Efectos de largo plazo en 2021 sobre los ingresos y gastos del sistema de la equiparación de los afiliados al RETA con los del Régimen General

- Fuente: MISSM (2022) con datos de 2021.

Para construir las sendas de los ingresos y gastos incrementales, supondré que la equiparación se produce a un ritmo uniforme del 10% anual durante el período de transición y que el efecto de largo plazo sobre los ingresos se mantiene constante en el tiempo como porcentaje del PIB, como sería esperable si el peso de los trabajadores autónomos en el empleo total se mantiene constante. Se obtiene así la senda de ingresos incrementales por cotizaciones que se muestra en el Gráfico 5.

El coste de las mayores pensiones futuras

En cuanto al gasto incremental, se modelizará como el resultante de un aumento gradual en la pensión media del sistema como resultado de unas mayores cotizaciones. La población afectada estará integrada por aquellas cohortes de jubilados que hayan cotizado durante al menos parte de su vida laborable bajo el nuevo régimen (esto es, pagando en el caso de los autónomos unas cotizaciones más elevadas, iguales a las del Régimen General). Para calcular el gasto incremental, ha de tenerse en cuenta, en primer lugar, que estamos suponiendo que la incorporación a ese régimen se produce de forma gradual, a un ritmo uniforme durante un período de diez años y, en segundo lugar, que el incremento de la pensión de la población tratada dependerá de cuánto tiempo haya cotizado bajo el nuevo régimen.

Volviendo a la ecuación (6) derivada arriba, el gasto incremental derivado del cambio en el sistema de cotización vendría dado por

\[(6 ^ {\prime \prime \prime}) \frac {D 3 _ {t}}{P I B _ {t}} = d 3 * G D E S P 3 _ {t} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}} \equiv d 3 * \frac {P P J U B _ {t} ^ {A 3}}{P P J U B _ {t} ^ {t o t}} * \frac {G P E N S _ {t}}{P I B _ {t}}\]

donde es el conjunto de cohortes de pensionistas vivas en t que se han visto afectadas por el cambio de régimen, esto es, todas las jubiladas de 2023 en adelante, que cobrarían pensiones de 2024 en adelante que ya reflejarán en alguna medida las mayores cotizaciones.

Utilizando (5), la población ponderada afectada por el cambio de régimen vendría dada por

\[P P J U B _ {t} ^ {A 3} = \sum_ {c \in A 3 _ {t}} a 3 ^ {c} * N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}}\]

donde reflejaría el impacto diferencial de la reforma sobre la cohorte que dependería en parte de sus años de cotización bajo el nuevo régimen. Como se muestra en la sección 3 del Anexo, vendría dado por

\[a 3 ^ {c} = \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta^ {P C}} * \phi^ {c}\]

donde es el período de cómputo tras la reforma³ y ????^$ los años medios cotizados por la cohorte c bajo el nuevo régimen antes de jubilarse. El factor se utilizará para incorporar el supuesto de que la transición al nuevo régimen se produce de forma lineal durante los primeros diez años tras la aprobación del decreto, de forma que para las primeras cohortes afectadas se irá incrementando desde 0,1 a 1,0, manteniéndose constante en 1,0 a partir de entonces. La población ponderada de jubilados afectada por el cambio de régimen vendrá dada, por tanto, por

\[P P J U B _ {t} ^ {A 3} = \sum_ {c \in A 3 _ {t}} \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta^ {P C}} * \phi^ {c} * N J _ {t} ^ {c} * \frac {p _ {t} ^ {c}}{p _ {t} ^ {o}}\]

³ En principio, y de forma gradual, la reforma extiende el período de cómputo hasta años, pero permite descartar los 24 meses con menores bases de cotización actualizadas, que generalmente serán los primeros, por lo que utilizaré 27 años como duración más probable del período efectivo de cómputo.

que se calcula en la sección 3 del Anexo, completando así los cálculos necesarios para asignar valores numéricos a los distintos términos de la ecuación (6). El Cuadro 6 muestra los valores de para parte de la población y del período relevantes.

Cuadro 6: Ponderación de las cohortes de jubilados por la incidencia de la demora y el tiempo de cotización bajo el nuevo régimen (??^?) a efectos del cálculo de la población ponderada afectada (fragmento)

Gráfico 5: Efectos esperados de la equiparación de los autónomos con el RG sobre los ingresos y gastos del sistema público de pensiones, en % del PIB - Nota: promedio 2022-50, ingresos netos = 0,352% del PIB.

Los resultados de esta sección se resumen en el Gráfico 5. El incremento del gasto es lento en los primeros años, mientras que el de la recaudación es mucho más rápido. Sin embargo, el primero termina superando al segundo. El incremento neto de los ingresos alcanzaría un máximo de 0,67 puntos de PIB en 2032 para descender después, pasando a ser negativo en 2052.

6. Efectos totales

Combinando los resultados de las dos últimas secciones llegamos al Gráfico 6, en el que se resumen los resultados del trabajo. En él se muestran las sendas de gastos e ingresos incrementales generadas conjuntamente por las dos medidas analizadas en este trabajo y su efecto neto en cada año hasta 2070. Si la reforma del RETA y los incentivos a la jubilación demorada funcionan tan bien como aquí se ha supuesto, lo que ciertamente no está asegurado, su rápido despliegue durante los próximos diez años se traduciría en apreciables incrementos de ingresos y reducciones de gasto que llegarían a tener un efecto neto positivo de algo más de un punto de PIB en 2032 y 2033. A partir de ese momento, los ingresos se estabilizarían y los gastos comenzarían a crecer rápidamente hasta igualarse a los ingresos en torno a 2050. De ahí en adelante, el efecto neto de este componente de la reforma sería negativo.

Gráfico 6: Impacto estimado de la reforma del RETA y los incentivos a la demora de la jubilación sobre las sendas de ingresos y gastos del sistema público de pensiones (en % del PIB) - Nota: promedio 2022-50, incremento neto de ingresos = 0,52% del PIB

Como argumenta el Ministerio, las medidas aprobadas servirían para mejorar la situación financiera del sistema de aquí a 2050, que es cuando se espera una mayor presión sobre el mismo, al coste de empeorarla después, cuando se prevé que la situación sea más favorable y exista más margen para absorber los mayores costes. Su efecto, por tanto, iría en la dirección correcta, pero es también muy incierto y podría no ser suficiente. Dejando de lado el (nada desdeñable) riesgo de que el éxito de las reformas sea menor de lo esperado, la cuestión es si el ahorro neto generado en la primera parte del período (medio punto de PIB en promedio entre 2022 y 2050) será o no suficiente para evitar que el déficit del sistema de pensiones se dispare en las próximas décadas en ausencia de medidas adicionales. Como veremos en el próximo trabajo de la serie, la respuesta es seguramente, no.

7. Conclusión

Las optimistas conclusiones del MISSM sobre los efectos financieros de la recién completada reforma del sistema público de pensiones se apoyan en buena parte en sus estimaciones de los ahorros netos asociados con la mejora de los incentivos ofrecidos para demorar la jubilación y de los ingresos adicionales que generará la reforma del sistema de cotización de los trabajadores autónomos. En particular, el Ministerio estima que estos dos componentes de la reforma generarán ahorros netos o incrementos de ingresos para el sistema por una cuantía total de en torno a 2,3 puntos de PIB en 2050, de los que algo más de punto y medio provendrían de la demora de la edad de jubilación.

Mis cálculos sugieren que estas estimaciones son enormemente optimistas y apuntan a un efecto neutro en 2050 que no ayudaría a compensar el fuerte incremento del gasto derivado de otros componentes de la reforma. Las conclusiones han de ser más matizadas si consideramos el período 2022-50 en su conjunto, como exige el nuevo mecanismo de ajuste del MEI. Si funcionan tan bien como aquí se supone, lo que está por ver, las medidas que hemos analizado podrían generar un ahorro neto considerable durante los próximos años, ayudando así a contener el desequilibrio financiero del sistema de pensiones durante la primera fase del proceso de jubilación del baby-boom, pero la mejora sería sólo pasajera y tendería a invertirse a largo plazo debido al incremento de las pensiones futuras que ambas medidas comportan. Como veremos en detalle en el próximo trabajo de esta serie, no parece probable que el ahorro neto generado en la primera parte del período (medio punto de PIB en promedio entre 2022 y 2050) vaya a ser suficiente para evitar que el déficit del sistema de pensiones se dispare en las próximas décadas en ausencia de medidas adicionales.

Una última consideración. Sería deseable que normas con implicaciones presupuestarias tan importantes como las que aquí se analizan fueran acompañadas de memorias de impacto bien hechas y fácilmente accesibles para el público. Esto no ha sido así en el caso de la reforma de pensiones. Las memorias relevantes no siempre están disponibles o son fáciles de encontrar y se caracterizan por una ausencia de detalle que hace muy difícil valorar la fiabilidad de las estimaciones de impacto que en ellas se contienen. El problema se debe, al menos en parte, a la tramitación de buena parte de la reforma por la vía extraordinaria del Real Decreto-ley, lo que reduce las exigencias en materia de informes técnicos, pero ésta no parece ser la mejor forma de tramitar una legislación como ésta, en la que la ausencia de buenos filtros puede tener un coste extraordinariamente elevado. Para evitar problemas de este tipo en el futuro, convendría que una de las tareas de la Agencia prevista en la nueva ley de evaluación de políticas públicas fuera la de filtrar las memorias técnicas de las normas con mayor impacto presupuestario para asegurarse de que éstas cumplen unos estándares mínimos de claridad y competencia técnica.

ANEXO

1. La población ponderada de jubilados y la población ponderada afectada por un cambio normativo

El Cuadro A.2 recoge algunos datos que se utilizarán para aproximar la población jubilada ponderada por las pensiones medias relativas de sus distintas cohortes, definida en la sección 3 del texto. La columna [3] del Cuadro muestra la pensión inicial media que han cobrado las sucesivas cohortes de jubilados desde 1986 hasta 2021 en euros corrientes por mes. Puesto que las pensiones se han actualizado con la inflación durante la mayor parte del período relevante, la pensión inicial en el momento de la jubilación actualizada con el IPC hasta el año 2021 (columna [5]) debería ser una buena aproximación a la pensión media de cada cohorte en ese año.

Cuadro A.1: Cálculo de la pensión mínima media en 2021 de acuerdo con el RDL 2/2023

- Las mínimas que el RDL 2/2023 exigiría con datos de 2023 y el número existente (en 2021) de cada tipo de pensión mínima se toman del Cuadro 5 de de la Fuente (2023a, p. 14). Con estos datos se calcula la media ponderada de las nuevas pensiones mínimas en 2023, primero en términos anuales y luego mensuales (con 14 pagas). Finalmente, esta cantidad se retrotrae a 2021 utilizando la tasa de actualización que fija el RDL, esto es, el crecimiento medio anual del umbral de pobreza durante los últimos ocho años disponibles, que es el 2,038%.

La excepción serían las cohortes de mayor edad, cuya pensión inicial media actualizada ha quedado por debajo de la pensión mínima, que ha crecido más que la inflación a lo largo del período analizado y se ha incrementado significativamente con la reforma actual. En este caso, he utilizado la pensión mínima como estimación de la pensión media de la cohorte, obteniendo así la pensión actualizada con mínimo que se muestra en la columna [6]. Finalmente, he normalizado a la unidad la pensión de la cohorte más joven de pensionistas (la jubilada en 2021), obteniendo así las pensiones relativas de las distintas cohortes de jubilados en el año

Cuadro A.2: Cálculo de la pensión relativa de las cohortes de jubilados

- Fuentes: MISSM (2022b), p. 128, INE (2023b) y Cuadro A.1. Notas: - La serie de IPC se obtiene mediante el enlace por retropolación de varias series con distintas bases. - Puesto que la población ponderada de jubilados de interés es la futura, la pensión mínima se calcula ya con la nueva normativa del RDL 2/2023. Se parte del dato de 2020, que corresponde a 1,5 veces el umbral de riesgo de pobreza con datos de ese año y se actualiza a 2021 por el procedimiento que indica el decreto.

2021, que se muestra en la columna [7]. En lo que sigue, supondré que estas ponderaciones se mantienen constantes en el tiempo de 2021 en adelante, esto es, que las pensiones relativas dependen únicamente de la edad y no cambian con el paso del tiempo.

La pensión mínima que se utiliza en el Cuadro A.2 es una media ponderada de las mínimas que se habrían fijado en 2021 para las pensiones contributivas de jubilación y viudedad con la nueva normativa que se introduce en el RDL 2/2023. El cálculo se realiza en el Cuadro A.1, partiendo de las nuevas mínimas aplicables en 2023, que se calculan en de la Fuente (2023a).

Los datos de las proyecciones de población EUROPOP 2019 que se han utilizado en el Ageing Report de 2021 están disponibles en la página web de Eurostat⁴ (dentro del apartado de Population and Social Conditions). Por lo tanto, disponemos de un desglose por edades simples de la población proyectada de cada año del que podemos extraer el detalle de la población en edad de jubilación (que identificaremos con los mayores de 64 años para simplificar). Lo que no sabemos es qué parte de esta población cobra realmente una pensión.

Sin embargo, sí conocemos cuántas nuevas pensiones de jubilación se han dado de alta (en la Seguridad Social) en cada año desde 1980 y el tamaño de la cohorte que alcanzó la edad de jubilación en el mismo ejercicio. Como se aprecia en el Gráfico A.1, la relación observada entre las dos variables es relativamente estable, en el sentido de que, aunque muestra altibajos apreciables, (en contra de lo esperado) no parece tener una tendencia sistemática al alza o a la baja. En consecuencia, corregir la población total en edad de jubilación por esta ratio podría introducir ruido de corto plazo sin ayudar a corregir una tendencia clara. Por tanto, he optado por trabajar directamente con la población en edad de jubilación en vez de tratar de aproximar más cuidadosamente la población que recibe una pensión. Aunque los niveles de las dos variables serán distintos, lo que habrá de tenerse en cuenta cuando corresponda, su perfil temporal, que es lo que aquí interesa, será aproximadamente el mismo.

Gráfico A.1: Número de nuevas pensiones de jubilación/población de 65 años

⁴https://ec.europa.eu/eurostat/web/main/data/database?p_p_id=NavTreeportletprod_WAR_NavTreep ortletprod_INSTANCE_nPqeVbPXRmWQ&p_p_lifecycle=0&p_p_state=normal&p_p_mode=view

Cuadro A.3: Población proyectada en edad de jubilación por cohortes, ??^$ y otros agregados de interés

- Fuente: EUROPOP 2019, https://ec.europa.eu/eurostat/databrowser/view/proj_19np/default/table?lang=en

Cuadro A.4: Población en edad de jubilación ponderada por pensiones relativas, PPJUB

- Fuente: Cuadros A.3 y A.1

Así pues, la población ponderada de jubilados (PPJUB) que utilizaré en mis cálculos se ha construido multiplicando la población en edad de jubilación (65+) de acuerdo con las proyecciones de Eurostat, desagregada por edades simples, por el factor de ponderación por pensiones relativas que corresponde a cada cohorte, calculado con datos de 2021 y recogido en la última columna del Cuadro A.2. Los Cuadros A.3 y A.4 muestran el desglose por cohortes de la población jubilada (realmente, en edad de jubilación) y de la población jubilada ponderada en años seleccionados. En la parte inferior del Cuadro A.3 se muestra también la población total en edad de trabajar (PET), definida como la que tiene entre 20 y 64 años de edad, y el cociente entre la población de 65 años y la PET. Esta última variable se utiliza en la sección 4 del texto.

A título ilustrativo, en el Cuadro A.4 se destaca en amarillo lo que he denominado en el texto la población ponderada afectada, esto es, la que se vería afectada por un cambio de política, que afectase a todas las cohortes de nuevos jubilados, comenzando por la que se jubila en 2024. El peso de la población afectada en la población ponderada total nos permite cuantificar el ritmo al que el efecto de largo plazo del cambio de política se va realizando según se incorporan nuevas cohortes afectadas o “tratadas” a la población de jubilados.

2. Algunas expresiones útiles

Queremos calcular el valor de

\[W = \sum_ {t = 0} ^ {\infty} \beta^ {t}\]

donde . Observamos que

\[\begin{array}{c} {(1 - \beta) W = \sum_ {t = 0} ^ {\infty} (1 - \beta) \beta^ {t} = \sum_ {t = 0} ^ {\infty} (\beta^ {t} - \beta^ {t + 1})} \\ {= (1 - \beta) + (\beta - \beta^ {2}) + (\beta^ {2} - \beta^ {3}) + (\beta^ {3} - \beta^ {4}) \ldots = 1} \end{array}\]

puesto que todos los términos de la suma se anulan excepto el primero. Despejando W, tenemos

\[W = \sum_ {t = 0} ^ {\infty} \beta^ {t} = \frac {1}{1 - \beta} (A 2. 1)\]

que es el resultado deseado.

Consideremos ahora un sumatorio finito de la forma

\[W _ {T} = \sum_ {t = 0} ^ {T} \beta^ {t}\]

Podemos reescribir esta expresión como

\[W _ {T} = \sum_ {t = 0} ^ {T} \beta^ {t} = \sum_ {t = 0} ^ {T} \beta^ {t} + \sum_ {t = T + 1} ^ {\infty} \beta^ {t} - \sum_ {t = T + 1} ^ {\infty} \beta^ {t} = \sum_ {t = 0} ^ {\infty} \beta^ {t} - \sum_ {t = T + 1} ^ {\infty} \beta^ {T} \beta^ {t - T - 1}\]

\[= W - \beta^ {T} \sum_ {s = 0} ^ {\infty} \beta^ {s} = W (1 - \beta^ {T}) = \frac {1 - \beta^ {T}}{1 - \beta}\]

o

\[(A 2. 2) W _ {T} = \sum_ {t = 0} ^ {T} \beta^ {t} = \frac {1 - \beta^ {T}}{1 - \beta}\]

3. El incremento de la pensión de jubilación tras un cambio de régimen de cotización En el sistema español, la pensión inicial se calcula (aproximadamente) como la media de las bases de cotización (que en principio coincidirían con los salarios) actualizadas por la inflación durante los últimos años de actividad, que es lo que se conoce como el período de cómputo, Tendríamos, por tanto, que

\[(A 3. 1) p _ {o} ^ {c} = \frac {1}{P C} \sum_ {t = 0} ^ {P C} b c _ {- t} ^ {c}\]

donde es la base (media) de cotización de la cohorte c t años antes de jubilarse, actualizada por la inflación, su pensión inicial media y PC el período de cómputo. Obsérvese que según t aumenta, nos movemos hacia atrás en el tiempo, incorporando bases de cotización más lejanas de la jubilación.

Supongamos ahora que se produce un cambio de régimen que se traduce en un aumento de la base de cotización en una proporción que puede variar con la cohorte, esto es,

\[d ^ {c} = \phi^ {c} * d 3\]

Queremos calcular el incremento proporcional de la pensión que resultaría de este cambio en función del número de años durante los cuales los trabajadores de la cohorte c afectados por el cambio cotizarán, en promedio, bajo el nuevo régimen, . El incremento total de la pensión vendría dado por

\[(A 3. 2) D p _ {o} ^ {c} = \frac {1}{P C} \left(\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c} * \phi^ {c} * d 3\right) = \frac {\phi^ {c} * d 3}{P C} \left(\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c}\right)\]

y su incremento proporcional por

\[(A 3. 3) \frac {D p _ {o} ^ {c}}{p _ {o} ^ {c}} = \frac {\phi^ {c} * d 3}{P C} \left(\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c}\right) * \frac {1}{\frac {1}{P C} \sum_ {t = 0} ^ {P C} b c _ {- t} ^ {c}} = \phi^ {c} * d 3 * \frac {\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c}}{\sum_ {t = 0} ^ {P C} b c _ {- t} ^ {c}}\]

Para simplificar esta expresión, supongamos que los salarios aumentan a una tasa constante, con la experiencia durante la vida laboral de cada persona, de forma que

\[(A 3. 4) b c _ {- t} ^ {c} = b c _ {o} ^ {c} \beta^ {t}\]

donde es la última base de cotización, justo antes de la jubilación,

⁵ Las bases de cotización de los dos últimos años antes de la jubilación no se actualizan por la inflación, lo que ignoraré en los cálculos que siguen.

\[\beta = \frac {1}{1 + g} < 1\]

Entonces tenemos

\[\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c} = b c _ {o} ^ {c} \sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} \beta^ {t} = b c _ {o} ^ {c} * \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta}\]

y de igual forma

\[\sum_ {t = 0} ^ {P C} b c _ {- t} ^ {c} = b c _ {o} ^ {c} * \frac {1 - \beta^ {P C}}{1 - \beta}\]

donde he utilizado la ecuación (A2.2) de la sección anterior.

Utilizando estos resultados, tenemos

\[\begin{array}{r} (A 3. 5) \frac {D p _ {o} ^ {c}}{p _ {o} ^ {c}} = \phi^ {c} * d 3 * \frac {\sum_ {t = 0} ^ {a m c n ^ {c}} b c _ {- t} ^ {c}}{\sum_ {t = 0} ^ {P C} b c _ {- t} ^ {c}} = \frac {b c _ {o} ^ {c} * \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta}}{b c _ {o} ^ {c} * \frac {1 - \beta^ {P C}}{1 - \beta}} * \phi^ {c} * d 3 \\ = \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta^ {P C}} * \phi^ {c} * d 3 \equiv a ^ {c} * d 3 \end{array}\]

que es la expresión deseada y en la que puede interpretarse con el grado de afectación de la cohorte c al cambio de política.

En el Gráfico A.2 se dibuja la función

\[F (a m c n ^ {c}) \equiv \frac {1 - \beta^ {a m c n ^ {c}}}{1 - \beta^ {P C}}\]

para y

\[\beta = \frac {1}{1 + g} = \frac {1}{1 + 1 , 28 \%} = 0, 9 8 7\]

que son los valores de estos parámetros que he utilizado en los cálculos del texto. Como referencia, junto a se dibuja también la función que sería la relevante si los salarios se mantuvieran constantes a lo largo de la vida laboral (esto es, si no hubiera una prima de experiencia). Como se aprecia en el Gráfico A.2, la prima de experiencia incrementa el peso de las cotizaciones más recientes, haciendo que la aumente más que linealmente con los años de cotización bajo el nuevo régimen.

b. En % de la pensión inicial

Gráfico A.2: Aumento proporcional de la pensión como resultado de un cambio de régimen de cotización en función de los años cotizados bajo el nuevo régimen

4. Pagos únicos como incentivo a la demora de la jubilación

Tras la reciente reforma, la normativa de Seguridad Social permite escoger entre dos tipos de compensaciones por cada año completo de demora de la jubilación. El primero es un incremento del 4% de la (base reguladora de la) pensión y el segundo un pago único a tanto alzado que se calcula con la siguiente fórmula:

\[(A 4. 1) p a g o \acute {u} n i c o = 8 0 0 * \left(\frac {p e n s i ó n i n i c i a l a n u a l}{5 0 0}\right) ^ {\frac {1}{1 , 6 5}} = F (p _ {o})\]

(incrementándose en un 10% para los que hayan cotizado más de años).

El Gráfico A.3 dibuja el pago único como función de la pensión inicial, medido en euros y en porcentaje de la pensión inicial, para valores de esta última variable comprendidos aproximadamente entre la pensión mínima de jubilación y la pensión máxima en 2023.

Gráfico A.3: Pago único por año de demora de la jubilación

Mirando el Gráfico A3.b, cabe esperar que los pagos únicos se sitúen en promedio en torno a un tercio de la pensión inicial y reduzcan por tanto el ahorro directo generado por los incentivos en la misma proporción, aunque por otro lado no suponen un incremento de la pensión futura. Si todos los trabajadores optasen por los pagos únicos, por tanto, la senda de ahorro sería similar a la que se muestra en el Gráfico 2.b, pero desplazada hacia abajo, tal como se muestra en el Gráfico A.4.

Gráfico A4: Efectos esperados sobre el gasto en pensiones de una mayor utilización de la jubilación demorada con pago único (en % del PIB)

- Nota: promedio 2022-50, ahorro neto = 0,260% del PIB.

Como referencia, el valor descontado al 2% de la prima del 4%, que sería la otra posible compensación, suponiendo veinte años de disfrute de la pensión sería de 2/3 de la pensión inicial (sin la prima), aproximadamente el doble que la prima única.

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